石涵予　李國(guó)平

摘要 生態(tài)保護(hù)向全社會(huì)提供了巨量生態(tài)效益。然而，對(duì)農(nóng)戶而言，生態(tài)環(huán)境的改善也造成了脅地效應(yīng)、野生動(dòng)物攻擊等困擾。與此同時(shí)，生態(tài)保護(hù)行為改變了農(nóng)戶的生產(chǎn)生活方式，使得生態(tài)保護(hù)前后的收入發(fā)生變化，形成經(jīng)濟(jì)租金。農(nóng)戶的利益變化直接決定了生態(tài)保護(hù)受償意愿，卻鮮有研究在分析受償意愿時(shí)全面地考慮生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金因素。本文將生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金引入農(nóng)戶的效用函數(shù)中，將生態(tài)效益分解為生態(tài)正效益和生態(tài)負(fù)效益，將經(jīng)濟(jì)租金分解為勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金和土地的經(jīng)濟(jì)租金，分設(shè)三種情景探討生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的影響。采用支付卡式條件價(jià)值法（CVM）考察陜西省851位退耕還林農(nóng)戶的受償意愿及其影響因素，選取右端截取模型對(duì)樣本總體和地區(qū)子樣本分別進(jìn)行實(shí)證分析，驗(yàn)證生態(tài)正（負(fù)）效益對(duì)受償意愿的弱（強(qiáng)）化作用、經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的強(qiáng)化作用以及生態(tài)效益的邊際效應(yīng)。結(jié)果表明：①陜南和陜北在受償意愿、生態(tài)正效益、生態(tài)負(fù)效益、耕地產(chǎn)出和勞動(dòng)收益上均存在顯著差異；②從陜西總體來看，生態(tài)正效益每增加1項(xiàng)，受償意愿減少14.97%，生態(tài)負(fù)效益每降低一個(gè)等級(jí)，受償意愿減少27.46%，生態(tài)效益的弱（強(qiáng)）化作用得到驗(yàn)證；③耕地產(chǎn)出和土地租金的回歸系數(shù)顯著為正，勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)租金的回歸系數(shù)不顯著為正，土地的經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的強(qiáng)化作用得到驗(yàn)證；④從陜南和陜北地區(qū)分別來看，陜北地區(qū)生態(tài)正效益的回歸系數(shù)絕對(duì)值更大，陜南地區(qū)生態(tài)負(fù)效益的回歸系數(shù)絕對(duì)值更大，生態(tài)效益的邊際效應(yīng)得到驗(yàn)證。據(jù)此，本文建議：①結(jié)合生態(tài)效益的弱（強(qiáng)）化作用確定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，建立針對(duì)生態(tài)負(fù)效益的補(bǔ)償制度；②瞄準(zhǔn)低效益土地開展退耕還林，通過勞務(wù)輸出等方式提高退耕農(nóng)戶收入；③建立退耕還林任務(wù)配額交易制度，引導(dǎo)退耕還林任務(wù)向生態(tài)環(huán)境脆弱地區(qū)傾斜。

關(guān)鍵詞 生態(tài)效益；經(jīng)濟(jì)租金；受償意愿；退耕還林；條件價(jià)值法

中圖分類號(hào) F062.2

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104（2018）11-0091-11 DOI：10.12062/cpre.20180523

生態(tài)文明建設(shè)是中國(guó)共產(chǎn)黨“十八大”確立的中國(guó)新時(shí)代“五位一體”總體布局的重要組成之一，是全面建成小康社會(huì)需要重點(diǎn)攻破的突出短板。退耕還林生態(tài)保護(hù)工程是實(shí)現(xiàn)生態(tài)文明的重要實(shí)踐，國(guó)家對(duì)退耕還林生態(tài)補(bǔ)償做出了一系列新的頂層設(shè)計(jì)。2015年《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》要求“穩(wěn)定和擴(kuò)大退耕還林范圍”，2017年國(guó)家五部委聯(lián)合下發(fā)通知（發(fā)改辦西部[2017]220號(hào)）要求“加快推進(jìn)新一輪退耕還林”。然而，目前我國(guó)退耕還林工程執(zhí)行的是均一型補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，忽略了農(nóng)戶參與生態(tài)建設(shè)機(jī)會(huì)成本的社會(huì)異質(zhì)性和區(qū)域差異，可能導(dǎo)致某些農(nóng)戶過度補(bǔ)償、另一些農(nóng)戶欠補(bǔ)償甚至踩空現(xiàn)象[1]，這直接影響了農(nóng)民參與的積極性、生態(tài)補(bǔ)償?shù)墓叫院脱a(bǔ)償資金投入的有效性[2]。由此，為了高效推進(jìn)新一輪退耕還林工作，研究農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)受償意愿的影響因素，并據(jù)此完善生態(tài)補(bǔ)償制度就顯得尤為重要。

1 綜 述

受償意愿（Willingness to Accept， WTA）是指?jìng)€(gè)人在忍受負(fù)面事物（例如環(huán)境污染）或者提供正面事物（例如生態(tài)效益）時(shí)，愿意接受的最低貨幣補(bǔ)償額[3]。

影響生態(tài)保護(hù)受償意愿的常見因素包括個(gè)體的基本社會(huì)人口學(xué)特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征，如性別、年齡、文化程度、家庭人口數(shù)、勞動(dòng)力人數(shù)等，雖然由于分析方法和選取案例的不同。雖然已有研究關(guān)于上述變量與受償意愿的關(guān)系的結(jié)論不盡相同[2，4-6]，但是這些特征已被學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)可和接受，成為研究受償意愿影響因素的基本控制變量。在此基礎(chǔ)之上，有學(xué)者從可持續(xù)生計(jì)角度出發(fā)，研究生計(jì)資本（包括自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、社會(huì)資本和人力資本）對(duì)受償意愿的影響，以及生計(jì)資本與受償意愿之間的相互作用[7-9]。研究表明，自然資本對(duì)農(nóng)戶再參與退耕還林意愿有負(fù)影響[10]，金融資本以及社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶再參與有正影響[10-11]，人際信任、制度信任對(duì)農(nóng)民環(huán)境治理參與意愿有正影響[12]。已有研究對(duì)生計(jì)資本變量的選擇，多為土地狀況、家庭財(cái)務(wù)狀況、家庭人口情況、信任等變量，其本質(zhì)上是對(duì)個(gè)體及家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征的細(xì)化和歸類。

然而，上述研究都忽視了生態(tài)保護(hù)對(duì)生態(tài)效益和農(nóng)戶生產(chǎn)方式的改變對(duì)農(nóng)戶的影響，而生態(tài)效益和生產(chǎn)方式的變化恰恰是農(nóng)戶福利變化的重要體現(xiàn)，是以成本收益為導(dǎo)向的農(nóng)戶在決策過程中不可忽略的關(guān)鍵。生態(tài)效益變化和保護(hù)生態(tài)的機(jī)會(huì)成本是影響受償意愿的關(guān)鍵因素[13]。有研究表明，生態(tài)保護(hù)為保護(hù)者提供的除經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償以外的效益（因生態(tài)效益改善而受益）與受償意愿存在正向關(guān)系[14]，農(nóng)戶退耕還林的機(jī)會(huì)成本與受償意愿存在正向關(guān)系，家庭收入與受償意愿有負(fù)向關(guān)系[15]。生態(tài)效益對(duì)受償意愿的影響不僅局限于生態(tài)改善對(duì)農(nóng)戶的益處，其對(duì)農(nóng)戶造成的負(fù)面影響也是影響受償意愿的重要方面。隨著生態(tài)環(huán)境改善，林緣農(nóng)地面臨耕種困難（又稱脅地效應(yīng)），農(nóng)戶棄耕現(xiàn)象頻出，野生動(dòng)物增加也對(duì)土地收益和人身安全產(chǎn)生威脅[16]，另一方面，僅使用耕地收益作為退耕還林的機(jī)會(huì)成本，無法解釋農(nóng)戶自主退耕的問題。機(jī)會(huì)成本與受償意愿的關(guān)系，本質(zhì)上應(yīng)當(dāng)是退耕還林前后收入的預(yù)期變化與受償意愿的關(guān)系，不僅包括退耕的土地收入變化，還應(yīng)包括勞動(dòng)要素的收入變化。經(jīng)濟(jì)租金，即土地要素和勞動(dòng)要素的收入變化之和，才是直接影響受償意愿的因素。此外，還有學(xué)者研究了退耕還林受償意愿的區(qū)域差異性，認(rèn)為受償意愿的區(qū)域差異性可能與農(nóng)戶與外界的接觸機(jī)會(huì)[2]、 家庭生計(jì)資本差異[15]等因素有關(guān)，已有研究對(duì)受償意愿的地域差異性的原因僅停留在文字推測(cè)解釋上，缺乏理論和實(shí)證支撐。

因此，本文將生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金納入受償意愿的理論分析框架，分析生態(tài)正效益、生態(tài)負(fù)效益、土地的經(jīng)濟(jì)租金、勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的作用效果，并利用2016年陜南和陜北山區(qū)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證探究，通過地區(qū)間生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金的差異來解釋受償意愿的地域差異性，旨在為我國(guó)退耕還林生態(tài)補(bǔ)償提供理論借鑒與政策建議。

2 考慮生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金的受償意愿理論分析

2.1 退耕還林過程中的生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金

生態(tài)效益包括生態(tài)正效益和生態(tài)負(fù)效益。退耕還林帶來了巨大的生態(tài)物質(zhì)量和價(jià)值量，提供了涵養(yǎng)水源、保育土壤、固碳釋養(yǎng)、凈化大氣環(huán)境等服務(wù)[17]，植被覆蓋率增加，沙塵暴、山體滑坡等自然災(zāi)害及災(zāi)害性氣候顯著減少[18-19]，這些都是對(duì)社會(huì)和當(dāng)?shù)鼐用裼幸娴纳鷳B(tài)效益，我們稱之為生態(tài)正效益。與此同時(shí)，得到改善的生態(tài)環(huán)境也對(duì)部分地區(qū)農(nóng)民的生活造成一定的困擾，我們稱之為生態(tài)負(fù)效益。例如，林緣農(nóng)田面臨脅地效應(yīng)，林木進(jìn)入成熟期后，由于林帶根系奪去了土壤水分和養(yǎng)分，樹冠遮蔭影響農(nóng)作物光照，造成林地邊緣的農(nóng)作物存在生長(zhǎng)不良、品質(zhì)降低和產(chǎn)量減少的現(xiàn)象[20]；山區(qū)野生動(dòng)物明顯增加影響糧食生產(chǎn)，野豬啃食玉米、土豆等糧食作物，造成農(nóng)地經(jīng)營(yíng)效益下降[21]；防控野生動(dòng)物需要付出高額成本，農(nóng)戶需花費(fèi)大量的時(shí)間和資金，并采取多種措施進(jìn)行防控，但收效甚微，還容易造成森林火災(zāi)、農(nóng)戶誤傷等[22]。

經(jīng)濟(jì)租金是要素收入與其機(jī)會(huì)成本之差，經(jīng)濟(jì)租金為負(fù)是轉(zhuǎn)變生產(chǎn)要素用途的前提。對(duì)于退耕還林而言，經(jīng)濟(jì)租金是農(nóng)戶退耕前收入與退耕后收入之差，經(jīng)濟(jì)租金為負(fù)才能避免毀林復(fù)耕。對(duì)農(nóng)戶提供補(bǔ)償可以增加退耕還林后的收入，調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)租金的大小，實(shí)現(xiàn)退耕還林的持久性。假設(shè)農(nóng)戶擁有土地和勞動(dòng)兩種生產(chǎn)要素，退耕還林前農(nóng)戶收入I（A）是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地收入i（A）和勞動(dòng)收入i（L）之和，退耕還林后農(nóng)戶收入I（F）是從事林業(yè)生產(chǎn)的土地收入i（F）和勞動(dòng)收入i（L′）之和，那么土地的經(jīng)濟(jì)租金為i（A）-i（F），勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金為i（L）-i（L′），退耕還林的經(jīng)濟(jì)租金等于勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金ΔI和土地的經(jīng)濟(jì)租金之和。

由此可見，生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金都會(huì)對(duì)農(nóng)戶的利益產(chǎn)生影響，是農(nóng)戶退耕還林受償意愿的重要因素。因此，本文將環(huán)境效益和經(jīng)濟(jì)租金納入受償意愿分析框架（見圖1），從理論上分析二者對(duì)受償意愿的影響，再實(shí)證分析環(huán)境正效益、環(huán)境負(fù)效益、勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金、土地的經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的影響。

2.2 生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金影響WTA的理論機(jī)制

我們遵循控制變量的思路，設(shè)定三種情景分別闡述生態(tài)效益與經(jīng)濟(jì)租金影響WTA的理論機(jī)制。首先，假設(shè)經(jīng)濟(jì)租金為零，分析生態(tài)正效益與生態(tài)負(fù)效益如何影響WTA；然后，假設(shè)退耕還林前后生態(tài)效益不變，分析經(jīng)濟(jì)租金如何影響WTA；最后，綜合分析生態(tài)效益與經(jīng)濟(jì)租金對(duì)WTA的共同作用結(jié)果。

2.2.1 情景一：收入不變時(shí)，生態(tài)效益對(duì)受償意愿的影響

假設(shè)在退耕還林之前，土地用途是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。農(nóng)戶獲取農(nóng)業(yè)收益I（A），I（A）=I。農(nóng)戶所處的生態(tài)環(huán)境狀況為Q（A），初始效用水平為U0，U0≡V（I，Q（A），p，x），其中p=（p1，p2，…，pj）是傳統(tǒng)市場(chǎng)商品空間的價(jià)格體系，x=（x1，x2，…，xk）是農(nóng)戶的個(gè)人特征。

退耕還林之后，土地用途改變?yōu)榱值?。農(nóng)戶獲取林業(yè)收益I（F），I（F）=I0，農(nóng)戶所處的生態(tài)環(huán)境狀況變?yōu)镼（F）。此時(shí)，農(nóng)戶效用水平為U1，U1≡V（I，Q（F），p，x），其中p=（p1，p3，…，pj）是傳統(tǒng)市場(chǎng)商品空間的價(jià)格體系，x=（x1，x2，…xk）是農(nóng)戶的個(gè)人特征。

在價(jià)格體系和收入水平不變的情況下，提供生態(tài)效益的最小受償意愿對(duì)應(yīng)于補(bǔ)償性變化（Compensation Variation， CV）[23]，即貨幣補(bǔ)償后，要使退耕農(nóng)戶的境況與退耕還林前的境況一樣好（效用水平不變）。因此，間接效用函數(shù)滿足：

V（Q（A），I0，p，x）=V（Q（F），I0+CV，p，x）=U0（1）

求解式（1）中兩個(gè)間接效用函數(shù)的反函數(shù)，得到相應(yīng)的支出函數(shù)e（Q（A），U0，p，x）=I0和e（Q（F），U0，p，x）=I0+CV，相減可得：

WTA=CV（2）

式（2）表明，在退耕還林前后農(nóng)戶收入不變的情況下，受償意愿是以退耕還林前的效用為基準(zhǔn)，計(jì)算生態(tài)效益Q的變化造成的貨幣變化。

生態(tài)正效益對(duì)受償意愿的影響（環(huán)境負(fù)效益對(duì)受償意愿的影響分析與此類似，受篇幅所限，這里不再贅述）見圖 2。

圖 2（1）是受償意愿的均衡分析。橫軸代表可供消費(fèi)的生態(tài)效益Q，縱軸代表農(nóng)戶的收入水平I。退耕還林前，農(nóng)戶的效用水平為U0，收入約束下對(duì)生態(tài)效益和普通商品的最優(yōu)消費(fèi)組合是點(diǎn)A（Q（A），I0）。退耕還林后，效用水平提升至U1，最優(yōu)消費(fèi)組合由點(diǎn)A移動(dòng)到點(diǎn)B（Q（F），I0）。根據(jù)式（2）的含義，受償意愿是以U0以為基準(zhǔn)計(jì)算生態(tài)效益由Q（A）增加到Q（F）而造成的收入變化，即圖中BC的距離。這種情況下CV<0，其含義是，若退耕還林不改變農(nóng)戶收入，還能讓農(nóng)戶享受到更多的生態(tài)正效益，即便農(nóng)戶沒有收到補(bǔ)償，甚至支付一部分資金（最多不超過BC），農(nóng)戶也愿意參加退耕還林?？梢姡鷳B(tài)正效益會(huì)降低受償意愿。

圖2（2）是受償意愿的邊際分析。退耕還林后，農(nóng)戶可能達(dá)到的兩個(gè)效用水平分別為U1 和U11（U1

圖2（3）是受償意愿的彈性分析。U0和U1代表一組退耕還林前后的效用水平，U00和U11代表另一組退耕還林前后的效用水平。兩組效用函數(shù)的區(qū)別在于生態(tài)效益對(duì)收入水平的邊際替代率MRSQI不同。在點(diǎn)A上，MRSQI，U0>MRSQI，U00，在點(diǎn)B上，MRSQI，U1>MRSQI，U11

，處于U0和U1的人比處于U00和U11的人更看重生態(tài)效益，愿意用更多的貨幣換取1單位的生態(tài)效益。如圖所示，當(dāng)效用水平由U0變化至U1時(shí)，受償意愿是CV；效用水平由U00變化至U11時(shí)，受償意愿是CV′，|CV|>|CV′|?？梢?，生態(tài)效益對(duì)收入水平的邊際替代率越大，生態(tài)效益對(duì)降低農(nóng)戶受償意愿的作用越大。

2.2.2 情景二：生態(tài)效益不變時(shí)，經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的影響

假設(shè)退耕還林不改變生態(tài)效益，Q（A）=Q（F）=Q0。退耕還林的經(jīng)濟(jì)租金是農(nóng)業(yè)收益與林業(yè)收益（這里的林業(yè)收益既包括勞動(dòng)要素收入，也包括土地要素收入）之差，ΔI=I（A）-I（F）。

退耕還林前，農(nóng)戶效用水平為U0，U0≡V（I（A），Q0，p，x）；退耕還林后，農(nóng)戶效用水平為U1，U1≡V（I（F），Q0，p，x）。退耕還林補(bǔ)償后，要使農(nóng)戶的境況與退耕還林前的境況一樣好（效用水平不變），那么，間接效用函數(shù)滿足：

V（Q0，I（A），p，x）=V（Q0，I（F）+ΔI，p，x）=U0（3）

求解式（3）中兩個(gè)間接效用函數(shù)的反函數(shù)，相減可得：

WTA=ΔI（4）

式（4）表明，生態(tài)效益不變的情況下，受償意愿等同于經(jīng)濟(jì)租金。

圖 3（1）是受償意愿的均衡分析。退耕還林前后，農(nóng)戶的最優(yōu)消費(fèi)組合分別是點(diǎn)A（Q0，I（A））和點(diǎn)B（Q0，I（F）），根據(jù)式（3）的含義，受償意愿是圖中AB的距離?？梢姡敉烁€林后農(nóng)戶收入下降，農(nóng)戶應(yīng)該受到補(bǔ)償，補(bǔ)償額為經(jīng)濟(jì)租金；相反，若退耕還林后農(nóng)戶收入增加，則有助于降低農(nóng)戶的受償意愿。

圖 3（2）是受償意愿的邊際分析。退耕還林后，農(nóng)戶的收入可能是I（F）1或者I（F）11，且I（F）1>I（F）11，最優(yōu)消費(fèi)組合可能是點(diǎn)B1或者B11，相應(yīng)的效應(yīng)水平分別為U1和U11（U1

圖 3（3）是受償意愿的彈性分析。U0和U1，U00和U11分別代表邊際替代率不同的兩組效用水平，處于U0和U1的人更在乎生態(tài)效益，愿意用更多的貨幣換取1單位的生

態(tài)效益。效用水平由U0變化至U1時(shí)，或者由U00變化至U11，受償意愿都是ΔI?？梢?，退耕還林前后效用函數(shù)的邊際替代率不影響農(nóng)戶的受償意愿。

2.2.3 情景三：生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的共同影響

假設(shè)經(jīng)濟(jì)租金和生態(tài)效益同時(shí)發(fā)生變化，那么，農(nóng)戶的受償意愿滿足：

V（Q（A），I（A），p，x）=V（Q（F），I（F）+WTA，p，x）（5）

即受償意愿WTA可以被分解為補(bǔ)償性變化與經(jīng)濟(jì)租金：

WTA=CV+ΔI（6）

在圖 4（1）中，退耕還林后，農(nóng)戶享受了生態(tài)正效益（Q（F）>Q（A）），但是收入下降（I（F）0。CV和ΔI的大小共同決定了受償意愿。若|CV|<ΔI，那么WTA>0，表明生態(tài)正效益增加降低了農(nóng)戶的受償意愿，但農(nóng)戶仍然有受償意愿；若|CV|≥ΔI，那么WTA≤0，表明生態(tài)正效益增加的足夠充分，完全沖抵了農(nóng)戶的受償意愿。

在圖 4（2）中，退耕還林后，農(nóng)戶承受了生態(tài)負(fù)效益（Q（F）>Q（A）），且農(nóng)戶收入下降（I（F）0，ΔI>0，退耕還林同時(shí)給農(nóng)戶的生存環(huán)境和經(jīng)濟(jì)狀況帶來負(fù)面影響，受償意愿是CV和ΔI的疊加，是最壞情況。在圖 4（3）中，生態(tài)正效益增加（Q（F）>Q（A）），農(nóng)戶收入增加（I（F）>I（A）），此時(shí)CV<0，ΔI<0，退耕還林沒有給農(nóng)戶帶來任何負(fù)面影響，是最好情況。

2.3 生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金影響受償意愿的假說

通過理論分析可知，生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金都對(duì)受償意愿產(chǎn)生影響，生態(tài)正效益的增加和經(jīng)濟(jì)租金的減少都有助于降低受償意愿。相反，生態(tài)負(fù)效益和經(jīng)濟(jì)租金的增加都是農(nóng)戶受償?shù)闹苯釉?。結(jié)合本文的理論分析，提出以下待檢驗(yàn)的假說：

假說1 生態(tài)正效益有弱化受償意愿的作用，生態(tài)負(fù)效益有強(qiáng)化受償意愿的作用。即生態(tài)保護(hù)后，農(nóng)戶感受到的生態(tài)正效益越多，受償意愿越低。反之，農(nóng)戶經(jīng)歷的生態(tài)負(fù)效益會(huì)使受償意愿變大。

假說2 經(jīng)濟(jì)租金會(huì)對(duì)受償意愿產(chǎn)生影響，經(jīng)濟(jì)租金越大，受償意愿越高。

經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的影響，由勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金和土地的經(jīng)濟(jì)租金共同決定的。理論上，若退耕還林后勞動(dòng)要素的收入增加，勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金將變小，甚至為負(fù)，這有助于降低受償意愿，反之亦然。

退耕還林前的土地收益可能是耕種收益，也可能是土地租金，這使得土地的經(jīng)濟(jì)租金存在兩種表達(dá)方式，一種是耕種收益與林地收益之差，另一種是土地租金與林地收益之差。理論上，若土地經(jīng)濟(jì)租金越大，農(nóng)戶的受償意愿越高。

下文分別實(shí)證檢驗(yàn)勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金和土地的經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的影響。

假說3 生態(tài)環(huán)境脆弱地區(qū)的生態(tài)正效益改變對(duì)受償意愿的邊際影響更大，生態(tài)環(huán)境優(yōu)越地區(qū)的生態(tài)負(fù)效益改變對(duì)受償意愿的邊際影響更大。

根據(jù)邊際收益遞減規(guī)律，在其他條件不變的情況下，增加邊際正效益所帶來的邊際效用是遞減的。因此，在生態(tài)環(huán)境脆弱地區(qū)，農(nóng)戶的效用函數(shù)更“陡峭”，生態(tài)效益對(duì)收入水平的邊際替代率更大，生態(tài)正效益的邊際增加更能降低農(nóng)戶受償意愿。相反，在生態(tài)環(huán)境相對(duì)優(yōu)越的地區(qū)，生態(tài)正效益的邊際增加所帶來的邊際效用變小，而生態(tài)負(fù)效益對(duì)農(nóng)戶的困擾更多，生態(tài)負(fù)效益的邊際增加帶來的受償意愿邊際增加更大。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文遵循CVM應(yīng)用準(zhǔn)則[24]，結(jié)合陜西省退耕還林的現(xiàn)實(shí)情況設(shè)計(jì)調(diào)查問卷，于2016年7月對(duì)陜西省退耕還林重點(diǎn)地區(qū)農(nóng)戶進(jìn)行入戶訪談。問卷內(nèi)容主要包括五個(gè)部分：①退耕還林工程的實(shí)施效果評(píng)價(jià)；②受訪者參與退耕還林的情況；③采用支付卡形式引導(dǎo)農(nóng)戶退耕還林的受償意愿；④家庭耕地質(zhì)量和收益情況；⑤受訪者的家庭社會(huì)狀況。關(guān)于生態(tài)正效益和生態(tài)負(fù)效益的問題為退耕還林后受訪者感知到的生態(tài)效益種類。與勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金相關(guān)的問題設(shè)定為退耕還林后是否有更多的務(wù)工機(jī)會(huì)。與土地的經(jīng)濟(jì)租金相關(guān)的問題設(shè)定為耕地產(chǎn)出、土地租金收入和退耕后的林地收益。鑒于受訪者普遍反映，受栽植樹種和技術(shù)等因素所限，退耕還林后的土地收益甚微，與土地的經(jīng)濟(jì)租金相關(guān)的問題被簡(jiǎn)化為耕地產(chǎn)出和土地租金收入。具體問題設(shè)定及賦值見表 1。

在選擇調(diào)研地區(qū)上，為了使樣本總體盡可能地具有代表性，我們采用“全國(guó)-省市-區(qū)縣-鄉(xiāng)鎮(zhèn)-行政村”的逐級(jí)篩選辦法，選擇退耕還林的重點(diǎn)地區(qū)和典型地區(qū)，并在選點(diǎn)時(shí)充分考慮了陜西省林業(yè)廳退耕還林辦公室以及相關(guān)縣級(jí)林業(yè)部門的建議。具體過程如下：首先，在全國(guó)范圍內(nèi)選擇陜西省。據(jù)2013年《林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，截至2013年，陜西省參與退耕還林的農(nóng)戶戶數(shù)約17.7萬戶（位居全國(guó)第五），累計(jì)補(bǔ)助金額351 640萬元（位居全國(guó)第二），是退耕還林重點(diǎn)省。然后，分別在的陜北和陜南地區(qū)選擇退耕還林重點(diǎn)市縣，確定選擇旬陽(yáng)縣、吳起縣和靖邊縣。陜南地區(qū)包括漢中、安康和商洛三市的28個(gè)縣，其中旬陽(yáng)縣退耕規(guī)模最大。陜北地區(qū)包括延安、榆林兩市的25個(gè)縣，其中吳起縣的退耕規(guī)模最大。與此同時(shí)，我們還選取了與吳起縣退耕規(guī)模相近，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同的榆林市靖邊縣。

接著，采用多階段抽樣法進(jìn)一步確定調(diào)研的鄉(xiāng)鎮(zhèn)和行政村。首先，按照各鄉(xiāng)鎮(zhèn)與縣城之間的距離分為遠(yuǎn)近兩類，在每一類中隨機(jī)抽取一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)。然后，按照0.25的比例在該鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取行政村。最后，每個(gè)村選擇35位農(nóng)戶。

最終，我們共走訪了7個(gè)鎮(zhèn)25個(gè)行政村875位退耕還林農(nóng)戶，只保留明確回答了受償意愿的問卷，得到有效問卷851份。

3.2 模型設(shè)定

調(diào)研樣本顯示，有5.2%受訪者的受償意愿高于支付卡的上限值1 000元/（年·畝）。針對(duì)農(nóng)戶傾向于虛報(bào)受償意愿的情況，若直接采用最小二乘估計(jì)法，會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，且估計(jì)量不一致；若剔除這些超出支付卡上限的數(shù)據(jù)，又會(huì)產(chǎn)生策略性偏誤。因此，本文在受償意愿為1 000處進(jìn)行了右審查（left censored），而不是把觀測(cè)不到的WTA*簡(jiǎn)單地從樣本中除掉，根據(jù)研究需要，建立以下Tobit模型：

WTA*i=α0+α1PosEnvii+α2NegEnvii+α3LaborRi+α4LandRi+X′iβ+Z′jγ+μ

（7）

其中，WTA*是潛變量，關(guān)鍵解釋變量包括生態(tài)正效益PosEnvii、生態(tài)負(fù)效益NegEnvii、勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金LaborRi以及土地的經(jīng)濟(jì)租金LandRi；Xi是影響受償意愿的特征變量，包括受訪者的性別、年齡、受教育程度、家庭總?cè)丝跀?shù)、務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)和家庭月收入；Zj是代表地區(qū)特征的解釋變量，α0、α1、α2、α3、α4、β和γ是待估計(jì)系數(shù)，μ是隨機(jī)誤差項(xiàng)。農(nóng)戶報(bào)告的受償意愿WTA與潛變量WTA*之間的關(guān)系如下：

WTA=WTA*，若WTA*<1 000

1 000，若WTA*≥1 000（8）

3.3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了樣本總體中解釋變量和被解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。農(nóng)戶退耕的平均受償意愿是365.16元/畝·年，最高2 000元，最低40元。受訪者認(rèn)為退耕還林帶來的生態(tài)正效益最多6項(xiàng)，最少1項(xiàng)，平均3.55項(xiàng)，問卷中可供選擇的生態(tài)正效益選項(xiàng)及其頻率分別為：植被得到快速恢復(fù)（0.747）、水土流失大幅減少（0.810）、災(zāi)害性天氣大幅減少（0.525）、野生動(dòng)物數(shù)量和種類明顯增加

（0.481）、水質(zhì)水量改善（0.303）、凈化空氣（0.613），以

“植被得到恢復(fù)（0.747）”為例，表明有74.7%的受訪者認(rèn)為退耕還林后可以使植被得到恢復(fù)。然而，野生動(dòng)物，尤

其是野豬變多，又會(huì)損害良田莊稼，其損害程度為2.74，在“一般嚴(yán)重”和“存在”之間。關(guān)于退耕還林能否提高家庭收入，受訪者的回答均值為3.55，介于“沒影響”和“同意”之間。農(nóng)戶轉(zhuǎn)讓土地經(jīng)營(yíng)承包權(quán)的平均受償意愿為264.95元/畝·年，低于參與退耕還林的平均受償意愿（365.16）?？赡艿慕忉屓缦拢阂皇窍啾扔谧饨鹗杖?，退耕還林生態(tài)補(bǔ)償相對(duì)滯后，對(duì)農(nóng)戶而言屬于不利因素；二是參與退耕還林仍需要農(nóng)戶投入勞動(dòng)打理林地，而出租土地后不再需要?jiǎng)趧?dòng)投入。農(nóng)戶每畝耕地的年利潤(rùn)平均值為2.26（相當(dāng)于500余元），其中種植小麥、玉米等糧食作物的利潤(rùn)較低，種值煙草的利潤(rùn)較高，最高可達(dá)到1 100及以上。受訪者為戶主，大多數(shù)為男性，平均年齡為53.32，普遍是小學(xué)至初中文化水平，家庭人口數(shù)平均4.94人，其中務(wù)農(nóng)勞動(dòng)力1.64人，家庭月收入平均為4.73（相當(dāng)于1 000元左右）。受訪者所在縣2015年人均GDP的自然對(duì)數(shù)代表了地區(qū)差異[25]。此外，據(jù)調(diào)研掌握的信息來看，滿足當(dāng)前退耕還林條件的地塊的立地條件往往較差，存在撂荒和賠錢種地的現(xiàn)象，極少數(shù)土地被出租。

陜南地區(qū)和陜北地區(qū)在地理環(huán)境、氣候條件、農(nóng)業(yè)種植、經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及文化風(fēng)俗差異很大。陜南地區(qū)位于秦嶺以南的秦巴山區(qū)，屬巴楚文化，分屬亞熱帶濕潤(rùn)氣候，生態(tài)環(huán)境優(yōu)美，水資源和生物資源豐富，年平均氣溫14℃～16℃，年平均降水量839.56 mm[26-27]，具有明顯的中國(guó)南方特點(diǎn)，特色種植烤煙、板栗、核桃、桑樹、菜籽、魔芋、藥材等經(jīng)濟(jì)作物，野豬、獾子等野生動(dòng)物損害農(nóng)戶利益。陜北地區(qū)位于秦嶺以北的黃土高原區(qū)，屬塞外文化，分屬溫帶亞干旱季風(fēng)氣候，生態(tài)環(huán)境脆弱，年平均氣溫7℃～12℃攝氏度，年平均降水量278.73 mm[26-27]，具有中國(guó)北方地區(qū)的特點(diǎn)，煤炭、石油以及天然氣資源豐富，以能源化工產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)，特色種植糜子、蕎麥、麻籽、辣椒和豆類等糧食作物，猯、狐貍等野生動(dòng)物損害農(nóng)戶利益。

采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，分析陜南地區(qū)和陜北地區(qū)兩個(gè)子樣本在關(guān)鍵變量上的區(qū)別，具體見表 2。結(jié)果表明：①陜南地區(qū)農(nóng)戶退耕還林的平均受償意愿顯著更高。②陜北地區(qū)受訪者感受到的生態(tài)正效益顯著更多。③陜南地區(qū)受訪者感受到的環(huán)境負(fù)效益顯著更高。退耕還林后，陜南秦嶺山區(qū)的森林覆蓋率大大提高，野生動(dòng)物的數(shù)量和種類增加，導(dǎo)致動(dòng)物踐踏莊稼的事件屢有發(fā)生，造成農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)損失，甚至威脅生命安全。④陜南地區(qū)的平均勞動(dòng)收益更高，即勞動(dòng)力流出效應(yīng)在陜南更大。⑤受訪者出租土地的平均心理價(jià)位在兩地區(qū)間的差異不顯著。⑥陜北地區(qū)的平均耕地產(chǎn)出更高，陜南地區(qū)的耕地產(chǎn)出差異更大。陜南的立地條件更適宜耕種，尤其是種植烤煙、桑樹和藥材等經(jīng)濟(jì)作物的收益可觀，但陜南地區(qū)也多見土地撂荒情況，呈現(xiàn)出均值低、標(biāo)準(zhǔn)差大的特點(diǎn)。

4 實(shí)證結(jié)果

4.1 生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金對(duì)WTA的影響

表3報(bào)告了模型的回歸結(jié)果，stata13.0自動(dòng)刪減了少量存在缺失值的樣本。在回歸A和回歸B中，關(guān)鍵解釋變量包括環(huán)境正效益、環(huán)境負(fù)效益、勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金和土地的經(jīng)濟(jì)租金。二者的區(qū)別是，代表土地的經(jīng)濟(jì)租金的指標(biāo)不同，前者是耕地產(chǎn)出，后者是土地租金，這是因?yàn)橥恋赜猛疽词亲杂茫词浅鲎?，二者不可能同時(shí)存在，因此土地租金和耕地產(chǎn)出沒有同時(shí)出現(xiàn)在同一個(gè)回歸中。β列是Tobit回歸的系數(shù)，dx/dy列是變量的邊際效應(yīng)（marginal effect）。本節(jié)主要探討的是回歸A和回歸B，回歸一和回歸二的分析詳見穩(wěn)健性分析。

4.1.1 假說1的檢驗(yàn)

在回歸A和回歸B中，生態(tài)正效益在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，生態(tài)正效益的回歸系數(shù)為負(fù)，生態(tài)正效益的增加有助于減少受償意愿。從生態(tài)正效益均值處的邊際效應(yīng)來看，回歸A中回歸系數(shù)是-14.97，表明生態(tài)正效益每增加1項(xiàng)，受償意愿減少14.97%。

生態(tài)負(fù)效益在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，生態(tài)負(fù)效益的回歸系數(shù)為負(fù)，生態(tài)負(fù)效益的增加使得受償意愿增加。從生態(tài)負(fù)效益均值處的邊際效應(yīng)來看，回歸A中，回歸系數(shù)是-27.46，表明生態(tài)負(fù)效益每降低1個(gè)等級(jí)，受償意愿減少27.46%。

上述結(jié)果很好地支持了假說1的結(jié)論。

4.1.2 假說2的檢驗(yàn)

回歸A中，耕地產(chǎn)出在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，耕地產(chǎn)出與受償意愿之間存在正向關(guān)系，耕地產(chǎn)出的回歸系數(shù)為11.35。退耕還林前的土地收益越高，退耕還林的受償意愿越大。在回歸B中，土地租金在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，土地租金與受償意愿之間存在正向關(guān)系，土地租金的回歸系數(shù)為0.38。農(nóng)戶出租土地的心理價(jià)位越高，退耕還林的受償意愿越大。耕地產(chǎn)出和土地租金都代表了土地的經(jīng)濟(jì)租金，可見，土地的經(jīng)濟(jì)租金越大，受償意愿越大。

然而，勞動(dòng)收益的回歸系數(shù)不顯著。勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金與受償意愿之間的關(guān)系未得到有效驗(yàn)證，這與以往研究一致[9]?？赡艿慕忉屖?，伴隨著城市化和現(xiàn)代化進(jìn)程，農(nóng)業(yè)收入和打工收入相差巨大，農(nóng)戶外出打工的動(dòng)機(jī)不僅為了改善生活，還為了體驗(yàn)生活和追求夢(mèng)想[28]。

4.1.3 其他特征變量與受償意愿的關(guān)系

在回歸A中，性別、年齡、家庭總?cè)丝跀?shù)、主要?jiǎng)?wù)農(nóng)勞動(dòng)力以及家庭月收入均在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，學(xué)歷、縣人均GDP對(duì)數(shù)與受償意愿之間的關(guān)系不顯著。各變量與受償意愿的關(guān)系以及該變量在均值處的邊際效應(yīng)具體如下：①女性的平均受償意愿比男性高78.84%，過往的受償意愿調(diào)研結(jié)果也表明女性的受償意愿普遍更高[29]。可能的解釋是，男性與女性在風(fēng)險(xiǎn)偏好上存在差異，大量文獻(xiàn)表明，女性比男性更懼怕風(fēng)險(xiǎn)，女性更擔(dān)心退耕還林后將面臨的不確定性，因此受償意愿更高[30]。②年齡每增加1歲，受償意愿減少3.01%；③家庭總?cè)丝跀?shù)每增加1人，受償意愿增加15.98%；④主要?jiǎng)?wù)農(nóng)勞動(dòng)力每增加1個(gè)單位，受償意愿增加15.98%；⑤家庭月收入每上升一個(gè)層次，受償意愿減少12.14%。

4.2 地區(qū)間生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金的比較分析

我們將陜南地區(qū)和陜北地區(qū)的受訪農(nóng)戶作為兩個(gè)子樣本，分別進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表 4?；貧wC和回歸D是分別針對(duì)陜南地區(qū)和陜北地區(qū)的一組回歸，回歸E和回歸F是兩地區(qū)間的另一組回歸。兩組回歸之間的區(qū)別是，回歸C和回歸D以耕地產(chǎn)出代表經(jīng)濟(jì)租金，回歸E和回歸F以土地租金代表經(jīng)濟(jì)租金。以下對(duì)回歸C和回歸D的結(jié)果加以說明，回歸E和回歸F的說明詳見穩(wěn)健性分析。

4.2.1 假說3的檢驗(yàn)

對(duì)比回歸C和回歸D的生態(tài)效益變量（包括生態(tài)正效益和生態(tài)負(fù)效益）的回歸系數(shù)，可知：

①在回歸C（陜南地區(qū)）中，生態(tài)正效益的回歸系數(shù)為-7.64，變量未通過顯著性檢驗(yàn)，而在回歸D（陜北地區(qū)）中，生態(tài)正效益的回歸系數(shù)為-17.14，且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，即環(huán)境正效益每增加一項(xiàng)，受償意愿減少17.14%?；貧wD（陜北地區(qū)）中生態(tài)正效益的回歸系數(shù)絕對(duì)值更大，這表明生態(tài)環(huán)境脆弱地區(qū)的生態(tài)正效益的邊際改善對(duì)受償意愿的降低作用更大。

②生態(tài)負(fù)效益的回歸系數(shù)在回歸C（陜南地區(qū)）和在回歸D（陜北地區(qū)）中分別為-33.68和-22.9，且均通過變量顯著性檢驗(yàn)，即生態(tài)負(fù)效益每降低一個(gè)等級(jí)，受償意愿分別減少33.68%和22.9%?；貧wC（陜南地區(qū)）中生態(tài)負(fù)效益的回歸系數(shù)絕對(duì)值更大，這表明生態(tài)環(huán)境好的地區(qū)的生態(tài)負(fù)效益的邊際改善對(duì)受償意愿的降低作用更大。

上述結(jié)果很好地支持了假說3的結(jié)論。

4.2.2 地區(qū)間經(jīng)濟(jì)租金的比較分析

通過對(duì)比回歸C和回歸D的經(jīng)濟(jì)租金變量（包勞動(dòng)收益、耕地產(chǎn)出）的回歸系數(shù)，可知：

（1）勞動(dòng)收益的回歸系數(shù)分別為6.69和2.15，均未通過顯著性檢驗(yàn)；

（2）耕地產(chǎn)出與受償意愿之間存在正向關(guān)系，陜南地區(qū)農(nóng)戶的耕地產(chǎn)出每上移一個(gè)等級(jí)，受償意愿增加16.17%，陜北地區(qū)農(nóng)戶的耕地產(chǎn)出每上移一個(gè)等級(jí)，受償意愿增加11.4%。這是因?yàn)殛兡系貐^(qū)的平均耕地產(chǎn)出更高，在一個(gè)相對(duì)高水平的耕地產(chǎn)出上，讓農(nóng)戶退耕還林需要補(bǔ)償?shù)母唷?/p>

（3）土地租金與受償意愿之間存在正向關(guān)系，土地租金每增加1%，陜南地區(qū)和陜北地區(qū)的受償意愿分別增加0.23%和0.41%。土地租金在兩地區(qū)間沒有顯著差異，因?yàn)槠鋵?duì)受償意愿的影響在兩地之間也沒有顯著差異。

其他特征變量與受償意愿的關(guān)系與回歸A中基本一致，此處不再贅述。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，從變量出發(fā)，對(duì)回歸A和回歸B進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在回歸A的基礎(chǔ)上，剔除變量“生態(tài)負(fù)效益”，得到回歸一?；貧w一的變量回歸系數(shù)的數(shù)值、符號(hào)以及顯著性與

回歸A相比未發(fā)生顯著變化。在回歸B的基礎(chǔ)上，剔除變量“生態(tài)負(fù)效益”，得到回歸二?；貧w二中變量縣人均GDP的對(duì)數(shù)由-5.40變?yōu)?22.69，且該變量在10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，其余變量回歸系數(shù)的數(shù)值、符號(hào)以及顯著性與回歸B相比未有顯著變化（見表 3）。

然后，在回歸C和回歸D的基礎(chǔ)上，將土地的經(jīng)濟(jì)租

金變量由“耕地產(chǎn)出”替換為“土地租金”，分別得到回歸E和回歸F?；貧wE和回歸F的變量回歸系數(shù)的數(shù)值、符號(hào)以及顯著性與回歸C和回歸D相比未發(fā)生顯著變化（見表 4）。

最后，從數(shù)據(jù)出發(fā)，回歸A、回歸C和回歸D中選取的解釋變量相同，但樣本容量分別為646，150和505，樣本容量改變僅改變了變量數(shù)值的大小，未改變解釋變量的符號(hào)和顯著性。回歸B、回歸E和回歸F選取的解釋變量相同，但樣本容量分別為621，148，484，樣本容量改變也沒有改變解釋變量的符號(hào)合顯著性。

綜上所述，可以表明本文建立的模型具有穩(wěn)健性。

5 討論與建議

退耕還林是國(guó)家重大生態(tài)修復(fù)工程，是生態(tài)文明建設(shè)的重要環(huán)節(jié)。農(nóng)戶作為實(shí)踐退耕還林的微觀個(gè)體，掌握其受償意愿及其影響因素對(duì)高效推動(dòng)工程實(shí)施具有重要意義?；谵r(nóng)戶成本收益視角的現(xiàn)有文獻(xiàn)研究了生態(tài)正效益對(duì)受償意愿的弱化作用，以及機(jī)會(huì)成本與受償意愿的同步變化關(guān)系。但現(xiàn)有研究沒有考慮生態(tài)負(fù)效益對(duì)農(nóng)戶利益的影響，也沒有指出機(jī)會(huì)成本影響受償意愿的本質(zhì)是經(jīng)濟(jì)租金，這不利于深入了解農(nóng)戶受償意愿。

本文將生態(tài)效益對(duì)受償意愿的影響分解為兩種作用：生態(tài)正效益的弱化作用和生態(tài)負(fù)效應(yīng)的強(qiáng)化作用。將經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的影響分解為土地的經(jīng)濟(jì)租金和勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金。將生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)租金變量同時(shí)引入農(nóng)戶的效用函數(shù)，采用控制變量分析思路，分情景討論其對(duì)受償意愿的影響。利用陜西省851位退耕農(nóng)戶的大樣本實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用右端截取模型實(shí)證檢驗(yàn)生態(tài)正效益、生態(tài)負(fù)效益、土地的經(jīng)濟(jì)租金和勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金對(duì)受償意愿的影響。得到以下結(jié)論：

①生態(tài)正效益能顯著降低受償意愿，生態(tài)負(fù)效益顯著提升受償意愿。計(jì)量結(jié)果表明，生態(tài)正效益每增加1項(xiàng)，受償意愿減少14.97%，生態(tài)負(fù)效益每降低一個(gè)等級(jí)，受償意愿減少27.46%。因此，生態(tài)正效益對(duì)受償意愿的弱化作用、生態(tài)負(fù)效益對(duì)受償意愿的強(qiáng)化作用在陜西省退耕還林農(nóng)戶身上確實(shí)存在。

②土地經(jīng)濟(jì)租金、勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金與受償意愿同步變化。計(jì)量結(jié)果顯示，耕地產(chǎn)出和土地租金的回歸系數(shù)顯著為正，而勞動(dòng)收益的回歸系數(shù)不顯著，即勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金與受償意愿的影響尚不明確。這表明，當(dāng)前現(xiàn)實(shí)情況下，農(nóng)戶的打工決策與是否退耕還林的聯(lián)系并不緊密，土地收益是農(nóng)戶是否退耕還林的依據(jù)。

③生態(tài)環(huán)境脆弱地區(qū)的生態(tài)效益改善對(duì)受償意愿的弱化作用更大，生態(tài)環(huán)境優(yōu)越地區(qū)的生態(tài)效益改善對(duì)受償意愿的強(qiáng)化作用更大。分別對(duì)陜南陜北地區(qū)的計(jì)量分析表明，陜北地區(qū)生態(tài)正效益對(duì)受償意愿的降低作用比陜南地區(qū)大，陜南地區(qū)生態(tài)負(fù)效益對(duì)受償意愿的提升比陜北地區(qū)大。生態(tài)效益的邊際效應(yīng)確實(shí)存在。

基于此，為了提高補(bǔ)償資金的使用效率、確保農(nóng)戶利益和實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶公平，我們對(duì)退耕還林工作提出以下建議：①確定生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)時(shí)應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境條件，因地制宜將生態(tài)正效益和生態(tài)負(fù)效益對(duì)農(nóng)戶利益的影響考慮在內(nèi)。在生態(tài)環(huán)境脆弱地區(qū)，將工作重點(diǎn)放在如何改善生態(tài)環(huán)境上；在生態(tài)環(huán)境良好地區(qū)，則應(yīng)關(guān)注如何減少或避免對(duì)農(nóng)戶造成生態(tài)負(fù)效益，考慮在環(huán)境負(fù)效益問題嚴(yán)重的地區(qū)開展針對(duì)生態(tài)負(fù)效益的補(bǔ)償制度。②應(yīng)瞄準(zhǔn)耕地收益低下的土地開展退耕還林工作，在人地關(guān)系緊張的集中連片特困地區(qū)，要考慮勞務(wù)輸出、生態(tài)移民等措施，激發(fā)退耕農(nóng)戶謀出路的內(nèi)生動(dòng)力，切實(shí)提高退耕農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)收入，推動(dòng)勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)租金對(duì)參受償意愿的弱化作用。③建立省際退耕還林任務(wù)配額交易制度，解決某些地區(qū)退耕還林實(shí)施難而另一些地區(qū)超計(jì)劃退耕的問題，通過任務(wù)配額交易實(shí)現(xiàn)退耕還林任務(wù)向生態(tài)環(huán)境脆弱地區(qū)傾斜。

（編輯：于 杰）

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Abstract Ecological conservation（EC） has provided the sheer amount of ecosystem service（ES） to the society， however， with substantial cost due to marginal shade effect and wildlife attack. The economic rent（ER） resulted from the farmers involvement in the EC program has changed in their life style， and further causes the change in their income. The change in farmers income has directly impact on their wiliness to participate in the EC program， however， the effects of ES and ER on the WTA of farmers participation of EC program has largely lacking in the current research. In this work， we included ES and ER in the utility function of farmers. The effects of ES and ER on the WTA of farmers was then discussed at three scenarios， with ES being decomposed into positive effect and negative effect， and ER being decomposed into ER of labor and ER of land. Using payment card CVM method with a right censored model， the WTA and impact of ES and ER on the WTA of farmers were empirically analyzed with data collected from 851 farmers in Shaanxi Province. Our results revealed that： ① statistical significant difference was found in WTA， positive ES， negative ES， farmland output and labor revenue between the southern and northern Shaanxi； ② we verified the impact of positive ES and negative ES on the WTA on a provincial level. To be precise， a 14.97% decrease was accompanied with addition of an item in positive ES， whereas negative ES decrease 1 level causes WTA to decrease 27.46%； ③ the reinforce effect of ER of labor on WTA was verified with the regression coefficients of land output and labor revenue being positive with statistical significance， whereas the regression coefficient of ER of labor was not significantly positive； ④ since the absolute value of the regression coefficient for negative ES was larger on the data collected from southern Shaanxi， and the absolute value of the regression coefficient for positive ES was larger on the data collected from northern Shaanxi， we therefore verified the marginal effect of ES on WTA. Based on the obtained results， we therefore provided the following policy recommendations： ① compensation criterion should take both positive and negative ES effect into consideration， with an emphasis on the payment for negative ES effect； ② the Grain to Green Project（GTGP） should target the low yield farmland， and improve the income by means of labor export etc.； ③ the GTGP program should be more incline to the environmental vulnerable regions through the implementation of a quota trade regime.

Key words ecosystem service； economic rent； WTA； the Grain to Green Project； CVM